［摘 要］景區(qū)資源會影響區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展模式，特定空間范圍內(nèi)的高等級景區(qū)資源也存在協(xié)同互動關(guān)系。文章基于2012—2019年中國225個地級市數(shù)據(jù)，運用空間計量方法全面梳理了高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制，研究發(fā)現(xiàn)：1）高等級景區(qū)通過加速旅游產(chǎn)業(yè)集聚和推動住宿餐飲等配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展對當?shù)芈糜谓?jīng)濟發(fā)展形成正向驅(qū)動；2）高等級景區(qū)具有顯著正向空間溢出效應(yīng)，但該效應(yīng)存在空間距離約束和區(qū)域異質(zhì)性；3）高鐵站和五星級酒店為代表的高質(zhì)量旅游要素供給有助于增強高等級景區(qū)的空間溢出效應(yīng)，交通便利性對旅游景區(qū)的經(jīng)濟效益也會形成正向促進，文娛行業(yè)發(fā)展則會對高等級景區(qū)為代表的傳統(tǒng)旅游產(chǎn)品形成負向沖擊；4）高等級景區(qū)建設(shè)在經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)并不能顯著促進旅游經(jīng)濟增長，較高的區(qū)域增長目標也會拖累高等級景區(qū)的投入力度和經(jīng)濟貢獻。由此，區(qū)域旅游資源開發(fā)利用需強化區(qū)域合作，加速旅游業(yè)空間聚集和產(chǎn)業(yè)鏈打造；通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)強化高等級景區(qū)的空間關(guān)聯(lián)，推動傳統(tǒng)旅游產(chǎn)品與新型旅游產(chǎn)品的融合，更好地挖掘高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)。

［關(guān)鍵詞］高等級景區(qū)；旅游經(jīng)濟；空間溢出；旅游基礎(chǔ)設(shè)施；文化娛樂行業(yè)

［中圖分類號］F59

［文獻標識碼］A

［文章編號］1002-5006（2024）10-0014-17

DOI： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2024.10.007

0 引言

推動旅游資源的空間互動，加速旅游業(yè)的協(xié)同發(fā)展，不僅是解決“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展”1這一新時代社會主要矛盾的應(yīng)有之義，更是“深入實施區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略”“構(gòu)建優(yōu)勢互補、高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟布局和國土空間體系”2的關(guān)鍵一環(huán)。

回顧國內(nèi)區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展歷程，在經(jīng)歷以本地旅游資源挖掘為重點的發(fā)展階段之后，伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進步、跨區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施改善以及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展趨勢，正逐步轉(zhuǎn)入全域共同發(fā)展的新階段，旅游業(yè)發(fā)展正成為區(qū)域經(jīng)濟的關(guān)鍵拉動力量。而隨著大眾旅游向品質(zhì)旅游的模式轉(zhuǎn)換，旅游行業(yè)發(fā)展的驅(qū)動因素和結(jié)構(gòu)特征也在發(fā)生顯著變化。按照2022年國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布的《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》，旅游業(yè)發(fā)展是推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要推動力，更充當著不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、先導產(chǎn)業(yè)。如何適應(yīng)全新的時代需求，推動旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，強化旅游資源的空間聯(lián)動機制，對助推區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展至關(guān)重要。

理論上講，高等級景區(qū)充當著吸引游客和投資的核心要素，也在很大程度上決定著區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的稟賦優(yōu)勢。高等級景區(qū)開發(fā)利用更是區(qū)域旅游行業(yè)競爭的“必爭之地”，統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，國內(nèi)的高等級旅游景區(qū)同樣經(jīng)歷了快速擴張過程，2012年全國范圍內(nèi)的A級景區(qū)數(shù)量為6042個，2019年增加到12 402個，對應(yīng)旅游景區(qū)年營業(yè)收入從2898億元增長到5065億元1。具體數(shù)值比較看，景區(qū)的擴張和旅游收入的增長存在著較強的同步性特征，印證了景區(qū)作為地區(qū)旅游資源的基礎(chǔ)性支撐，實質(zhì)上充當著推動區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵要素。

從更深層次看，伴隨著國內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的高速推進，跨區(qū)域資源要素流動條件正得到明顯改善，這也會對高等級景區(qū)的空間溢出效應(yīng)形成影響；與此同時，伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進步和文化體育娛樂行業(yè)創(chuàng)新，旅游業(yè)自身的發(fā)展模式也在發(fā)生轉(zhuǎn)變，游客群體的旅游消費場所正逐漸從傳統(tǒng)的景區(qū)和景點向歷史文化街區(qū)、主題樂園等新型空間載體擴散。如何適應(yīng)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境變化和模式創(chuàng)新沖擊已經(jīng)成為旅游業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要方向。近年來，地方層面進行了諸多探索，比如部分地區(qū)推出“一票游多景區(qū)”政策，或是聚焦市內(nèi)景區(qū)聯(lián)動，或是面向跨市景區(qū)互通，這些舉措都有助于提升游客群體跨區(qū)旅行的便捷性，增強地區(qū)間旅游業(yè)發(fā)展的空間聯(lián)動，并強化高等級景區(qū)在區(qū)域旅游經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展過程中的空間溢出效應(yīng)。結(jié)合旅游行業(yè)發(fā)展環(huán)境的最新變化和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的時代要求，全面梳理高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)和空間聯(lián)動機制，對打造和完善以黃金旅游帶和重點旅游城市等為依托、“點狀輻射、帶狀串聯(lián)、網(wǎng)狀協(xié)同”的跨行政區(qū)旅游資源共享互惠機制，進而促進地區(qū)間旅游經(jīng)濟發(fā)展的聯(lián)動，具有明顯參考價值。

綜合以上，本研究試圖從更廣譜的地級市維度出發(fā)，基于2012—2019年中國225個地級市的數(shù)據(jù)，系統(tǒng)分析高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制，并探討其對旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和文化體育娛樂行業(yè)創(chuàng)新等要素的響應(yīng)機制。研究的邊際貢獻在于：第一，通過將研究對象進一步下沉到地級市層面，同時聚焦外生特征更明顯、空間溢出效應(yīng)更顯著的5A級和4A級等高等級景區(qū)，有助于展開更細致的空間效應(yīng)分析和異質(zhì)性診斷；第二，通過借鑒兩區(qū)制空間杜賓模型，并展開進一步的傳導機制分析和距離閾值檢測以及區(qū)域異質(zhì)性診斷，有助于更全面地揭示高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制；第三，將基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)空間效應(yīng)、文化體育娛樂行業(yè)沖擊效應(yīng)以及潛在較高經(jīng)濟增長目標壓力下高等級景區(qū)經(jīng)濟貢獻優(yōu)先級相對后置的情況納入研究，有助于更深入探討傳統(tǒng)旅游資源開發(fā)建設(shè)以及模式升級的新時代路徑。

1 文獻綜述

旅游業(yè)是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，景區(qū)開發(fā)建設(shè)則是區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要支撐[1]。現(xiàn)有研究普遍強調(diào)旅游經(jīng)濟和高等級景區(qū)對區(qū)域發(fā)展的重要性，并覆蓋兩條研究主線。一是強調(diào)旅游業(yè)發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟帶動效應(yīng)，認為旅游業(yè)發(fā)展存在著推動基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增加就業(yè)崗位和提高居民收入等多重效應(yīng)，有助于帶動區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展[2]，其中，高等級景區(qū)更是充當著區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵支撐，并能夠衍生出顯著的空間效應(yīng)[3]。二是聚焦旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟平衡功能，但現(xiàn)有文獻對該部分的討論并未形成一致意見。部分研究認為，相對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，旅游經(jīng)濟的發(fā)展更加有利于帶動老少邊窮等落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展[4-5]，當旅游收入的相對邊際效用小于0時就能夠改善收入不平等[6]，從而對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡產(chǎn)生有效的緩解作用[7]。部分研究則持相反觀點，認為旅游發(fā)展產(chǎn)生的虹吸效應(yīng)也可能會加劇區(qū)域間的經(jīng)濟不平衡[8-9]。此外，還有部分學者認為，旅游發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的平衡性的影響還與經(jīng)濟發(fā)展水平、速度以及旅游在GDP中的占比有關(guān)[10]。

旅游資源與區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展間的正向關(guān)系被多數(shù)研究強調(diào)[11-12]。因為不同地區(qū)在高質(zhì)量旅游資源上的比較優(yōu)勢對旅游產(chǎn)出增長的貢獻顯著高于其他因素，因而區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展需要因地制宜，深入挖掘自身資源稟賦優(yōu)勢[13]；在不同類型旅游資源的差異化影響方面，區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展更依賴旅游自然資源的享有狀況[14]。對區(qū)域旅游資源的評價由于高等級景區(qū)較高的市場關(guān)注度和游客到訪率而成為區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展稟賦評價的重要晴雨表[15]。因為高等級景區(qū)不僅能提供旅游景觀和旅游環(huán)境，更能夠創(chuàng)造出旅游相關(guān)的品質(zhì)體驗，在促進本地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的同時，也會進一步通過區(qū)域旅游資本和勞動要素的空間集聚、旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)帶動以及旅游發(fā)展要素的平臺共享等渠道的共同作用對周圍區(qū)域產(chǎn)生空間上的溢出效應(yīng)。也就是說，本地區(qū)的高等級旅游景區(qū)會形成明顯的正外部效應(yīng)，同時，通過空間擴散對周圍區(qū)域的旅游經(jīng)濟發(fā)展形成顯著的影響[12]，因而逐步成為探討區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展狀況的重要基點[16]。

對旅游資源空間溢出效應(yīng)的探討最早發(fā)軔于地理學第一定律，即任何地理事物或?qū)傩栽诳臻g上都具有相關(guān)性[17]。落實到旅游經(jīng)濟發(fā)展，因為客源地與多個目的地的感知距離會影響游客滿意度，因而旅游資源的空間分布特征構(gòu)成區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展的重要制約因素[18]。但游客群體的感知距離也會同時受基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)進步等因素影響，游客對旅游目的地的選擇會隨交通與通信技術(shù)發(fā)展而發(fā)生變化[19]，由此旅游景區(qū)與區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)機制也會逐步進化[20]。部分研究開始從空間關(guān)聯(lián)視角對旅游資源優(yōu)勢的區(qū)域影響展開討論，認為通過特定區(qū)域之間的交通網(wǎng)絡(luò)建設(shè)可以增強該地區(qū)與周圍地區(qū)的空間連接，同時強化各個區(qū)域經(jīng)濟活動的緊密聯(lián)系，進而推動地區(qū)之間旅游資源的共享互通[21]，并進一步通過擴散效應(yīng)和集聚效應(yīng)影響周圍地區(qū)經(jīng)濟，從而呈現(xiàn)出正向或是負向的空間溢出作用[22-23]。

在旅游景區(qū)景點的具體測度及其空間溢出效應(yīng)的研究方面。早期研究多通過定性分析對景區(qū)資源間的競合關(guān)系及其經(jīng)濟影響展開探討[24]；后續(xù)探索則主要圍繞定量研究展開，并涵蓋綜合指標和單一指標兩種不同方法。單一指標法的相關(guān)研究要么基于鄰近地區(qū)的世界文化遺產(chǎn)數(shù)量，運用空間引力模型方法對旅游資源的空間溢出效應(yīng)展開探討[24]，要么下沉到微觀層面鄰近景區(qū)群，運用Diebold - Yilmaz溢出指數(shù)工具探討近鄰景區(qū)間的旅游流聯(lián)動與溢出效應(yīng)[25]；綜合指標法主要通過對區(qū)域世界遺產(chǎn)、國家公園及城市高等級景區(qū)的數(shù)量加權(quán)得分[26]，地理探測器分析所獲取的綜合權(quán)重值[27]等來表征旅游景區(qū)優(yōu)勢，進而探究其在旅游經(jīng)濟發(fā)展上的空間依賴特征和空間溢出效應(yīng)。因為實證方法的明顯差異，相關(guān)文獻在分析結(jié)論上也存在較大分歧。

綜合以上討論，現(xiàn)有文獻雖普遍強調(diào)旅游經(jīng)濟發(fā)展和高等級景區(qū)建設(shè)對推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要性，且對旅游景區(qū)的正向經(jīng)濟效應(yīng)和高等級景區(qū)的空間溢出效應(yīng)多有涉及，但相關(guān)討論要么集中于宏觀區(qū)域?qū)用?，要么聚焦微觀縣域視角，很少對景區(qū)的內(nèi)部差異進行細分，在區(qū)域旅游景區(qū)的具體測度及其空間溢出效應(yīng)的實際探討上存在較為明顯的分歧。如何在兼具宏觀和微觀的空間維度下系統(tǒng)梳理高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其異質(zhì)性特征，無疑具有較強的理論價值；同時，現(xiàn)有文獻對景區(qū)到旅游經(jīng)濟的空間溢出效應(yīng)分析也缺乏更為細致的傳導機制探討和距離閾值檢測，對旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和文化娛樂行業(yè)創(chuàng)新以及政府整體潛在經(jīng)濟增長壓力所帶來的影響也缺乏針對性探討。由此，通過將研究對象進一步下沉到地級市維度，并聚焦外生性特征更明顯的5A級和4A級景區(qū)，并展開基于不同旅游要素的空間關(guān)聯(lián)機制診斷和針對不同距離閾值的空間溢出效應(yīng)分析，進而納入旅游業(yè)發(fā)展環(huán)境變化與文娛行業(yè)創(chuàng)新等因素的考量，對探索旅游產(chǎn)品開發(fā)建設(shè)的特色化路徑亦具有實踐參考價值。

2 研究設(shè)計

2.1 計量24ewghwUfGNxXj1ahAraesTWKZY4IFzrj96BtuijuMs=模型設(shè)定

結(jié)合前面討論，高等級景區(qū)不僅充當著本地旅游經(jīng)濟發(fā)展的依托，也能夠?qū)χ苓叺貐^(qū)的旅游經(jīng)濟形成空間溢出，交通與信息網(wǎng)絡(luò)等基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展在當中扮演著重要角色，與此相關(guān)的距離因素理所應(yīng)當會影響旅游景區(qū)的旅游經(jīng)濟效益及其空間效益，更進一步，文化體育娛樂行業(yè)發(fā)展對以高等級旅游景區(qū)為代表的傳統(tǒng)旅游資源會形成何種影響、政府潛在經(jīng)濟增長壓力是否可能會影響旅游經(jīng)濟發(fā)展模式也有待進一步討論。本文將聚焦高等級旅游景區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)及其空間溢出效應(yīng)，以及由此形成的復雜空間關(guān)系。具體的理論機制如圖1所示。

為全面診斷高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制，同時規(guī)避模型設(shè)定偏誤，這里主要基于空間杜賓模型（spatial Durbin model，SDM）來展開實證探討，首先設(shè)定如下模型：[ ]

[lntiit=ρ1∑ωij lntiit+β1lnsumfourait+θ1∑ωijlnsumfourait+β2 Xit+θ2∑ωijXit+δij+εit] （1）

式（1）中，[tiit]為地市級i在t年的旅游經(jīng)濟規(guī)模；[ρ1]為旅游經(jīng)濟規(guī)模空間滯后項的估計系數(shù)，用來表征旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)；[ωij]為相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣；[sumfourait]代表地級市i在t年的所擁有的高等級景區(qū)數(shù)量；[β1]為高等級景區(qū)變量的估計系數(shù)；[θ1]為高等級景區(qū)空間滯后項的估計系數(shù)；β2為控制變量的估計系數(shù)集；[θ2]為控制變量空間滯后項的估計系數(shù)集；[δij]為固定效應(yīng)；[εit]為擾動項：[εit = λ∑ ωijεit + μit]；[λ]為擾動項空間滯后項的估計系數(shù)。

2.2 空間權(quán)重矩陣選擇

這里借鑒劉佳等的做法[28]，對地理反距離平方權(quán)重矩陣做如下定義：

[W1=1d2ij （i≠j） 0 （i=j）] （2）

式（2）中，[dij]用于表征地級市之間的地理距離，因為地級市之間的空間聯(lián)動關(guān)系會隨著地理距離增加而逐步衰減，因此，這里做倒數(shù)處理。理論邏輯上講，反距離平方權(quán)重矩陣彌補了地理相鄰矩陣只能探究相鄰城市空間聯(lián)系的缺陷，并可以將非相鄰城市也納入研究范疇。

在此基礎(chǔ)上，考慮到經(jīng)濟規(guī)模和體量較大的城市往往會對周圍城市形成更為顯著的輻射和帶動作用，因此參考趙磊等的研究[29]，構(gòu)建如下形式的經(jīng)濟地理嵌套權(quán)重矩陣[29]：

[W2=W1?diagY1Y，Y2Y，…，YnY] （3）

式（3）中，[Yi]為地級市i在2012—2019年的人均GDP均值，Y為所有地級市在樣本區(qū)間的人均GDP均值。

2.3 變量選擇與說明

考慮到數(shù)據(jù)的實際可獲取性和連續(xù)性，借鑒孫根緊和錢琪的研究[30]，使用地級市旅游總收入指標來表征地區(qū)旅游經(jīng)濟規(guī)模[tiit]，同時，為保證數(shù)據(jù)的縱向可比性，通過居民消費價格指數(shù)進行平減處理，將其折算成2012為基期的不變收入。

選取4A級和5A級景區(qū)數(shù)量來衡量高等級景區(qū)（lnsumfoura）這一核心解釋變量。在實際操作中，3A級及以下等級的景區(qū)是由本省的省級或者條件成熟的地級市旅游景區(qū)質(zhì)量等級評定機構(gòu)評定，而4A級和5A級景區(qū)由省級推薦，并由全國旅游景區(qū)質(zhì)量評定委員會組織評定，因而更加具有公信力。也有研究關(guān)注到在同一區(qū)域存在若干旅游資源時，高等級景區(qū)會一定程度屏蔽低等級旅游資源，并形成陰影區(qū)效應(yīng)，處于陰影區(qū)的旅游資源會因為難以被游客感知而產(chǎn)生減值效應(yīng)[31]，由此選擇4A級和5A級景區(qū)數(shù)量作為高等級景區(qū)的代理指標具有較強合理性。

結(jié)合相關(guān)研究，控制變量集選取的控制變量包括：1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpgdp），用地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)衡量；2）城鎮(zhèn)化水平（urbanrate），以地區(qū)城鎮(zhèn)化率表示；3）地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industure），用第三產(chǎn)業(yè)增加額占GDP的比重表示；4）交通便捷性（lnroad），用地級市公路里程對數(shù)表征；5）公共基礎(chǔ)設(shè)施投資水平（pub_fixed），以地級市公共基礎(chǔ)設(shè)施投資中固定資產(chǎn)投資完成額表示；6）旅客承載能力（per_taxi），用年末市區(qū)出租車擁有量衡量；7）地區(qū)綠化率（green），用綠化面積與地區(qū)面積的比值表示；8）地區(qū)教育水平（high_teach），用地區(qū)普通本?？粕谛Ｈ藬?shù)與地區(qū)總?cè)藬?shù)的比值表征；9）居民生活水平（per_elec），用人均用電量表示。

實際數(shù)據(jù)處理過程中，鑒于國內(nèi)部分城市某些變量的具體數(shù)值難以獲取或存在缺失，本研究在樣本城市選取時對數(shù)據(jù)缺失問題較嚴重的地區(qū)進行針對性處理，包括通過權(quán)威公開網(wǎng)站查詢其細分景區(qū)的歷史數(shù)據(jù)或者審批成立時間，并嘗試聯(lián)系相關(guān)地區(qū)的主管部門。但新疆和西藏最終獲得的數(shù)據(jù)仍偏少；陜西省文化與旅游廳提供的相關(guān)數(shù)據(jù)并不包含歷史數(shù)據(jù)或者景區(qū)具體審批時間；湖南省相關(guān)部門始終未回復相關(guān)咨詢。由此，為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，對那些數(shù)據(jù)獲取較為困難或極不完整的城市只能做剔除處理，最終得到涵蓋2012—2019年國內(nèi)225個地級市的平衡面板數(shù)據(jù)集。

從統(tǒng)計特征看，后續(xù)實證研究所覆蓋的樣本城市在2019年的4A級與5A級景區(qū)數(shù)量占到了全國總數(shù)量的79.63%，樣本城市的旅游收入也占到了依據(jù)各省及直轄市旅游收入加總計算值的84.81%1，整體具有較強的代表性。同時，通過繪制對應(yīng)時間區(qū)間內(nèi)樣本城市高等級景區(qū)及旅游收入與全國數(shù)據(jù)的時間趨勢圖（圖2和圖3）：無論旅游景區(qū)還是旅游總收入指標，樣本城市數(shù)據(jù)和全國統(tǒng)計數(shù)據(jù)均存在較高一致性，也說明樣本選取具有較好代表性。

旅游業(yè)發(fā)展相關(guān)原始數(shù)據(jù)采自司爾亞司數(shù)據(jù)信息有限公司（CEIC Data）中國數(shù)據(jù)庫、各省或各地級市統(tǒng)計年鑒、省文化與旅游局官網(wǎng)公開數(shù)據(jù)及統(tǒng)計公報。其余變量數(shù)據(jù)則來自各省或各地級市統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、CEIC中國數(shù)據(jù)庫。其中，高等級景區(qū)資源（4A級和5A級景區(qū)數(shù)量）在官方數(shù)據(jù)中只能獲取到最新景區(qū)數(shù)量及各景區(qū)評級通過時間，由此可以倒推獲取以往年份的高等級景區(qū)擁有量，并手工剔除在樣本區(qū)間內(nèi)被降級、摘牌及復牌的景區(qū)。針對存在少量數(shù)據(jù)缺失的指標，采用線性插值法進行填補。為保證數(shù)據(jù)平滑性，對絕對量取對數(shù)，并進行上下1%縮尾處理，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

3 基準回歸結(jié)果

3.1 全局空間自相關(guān)檢驗

首先進行變量空間自相關(guān)檢驗以確認采用空間計量方法的合理性。表2匯報了地理反距離平方權(quán)重矩陣和經(jīng)濟地理嵌套權(quán)重矩陣兩種設(shè)定下旅游經(jīng)濟發(fā)展和高等級景區(qū)的莫蘭指數(shù)（Morans I）。結(jié)果顯示：在2012—2019年期間，基于不同權(quán)重矩陣設(shè)定的旅游經(jīng)濟規(guī)模和高等級景區(qū)數(shù)量指標的莫蘭指數(shù)均顯著為正，意味著這兩項指標都呈現(xiàn)出明顯的空間自相關(guān)性。

3.2 模型適用性檢驗

空間計量分析還需要進行具體模型形式的適用性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示：首先，在普通混合回歸基礎(chǔ)上，通過選取不同空間權(quán)重矩陣進行拉格朗日乘子（Lagrange multiplier，LM）檢驗，結(jié)果顯示不同權(quán)重矩陣下的LM檢驗結(jié)果都在1%的水平上顯著，同時穩(wěn)健LM的檢驗也通過了顯著性檢驗，說明存在空間相關(guān)性；其次，依據(jù)空間杜賓模型的初始估計結(jié)果，豪斯曼檢驗（Hausman test）顯示應(yīng)采用固定效應(yīng)估計，而在此條件下的時間聯(lián)合和空間聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果都顯示時間個體雙固定的空間杜賓模型為最優(yōu)選擇；最后，進行似然比檢驗（likelihood ratio test，LR）和Wald檢驗，檢驗結(jié)果基本都在1%的水平上拒絕原假設(shè)。綜合以上，最終選擇時間和個體雙固定的空間杜賓模型探討高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制，并在此基礎(chǔ)上展開進一步的機制分析和異質(zhì)性診斷。

3.3 空間面板回歸

表4匯報了基于空間杜賓模型的面板回歸結(jié)果。其中，估計列（1）展示了不考慮空間關(guān)系時的面板數(shù)據(jù)時間個體雙向固定普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）回歸結(jié)果。估計列（2）～（3）與列（4）～（5）分別提供了地理反距離平方矩陣與經(jīng)濟地理嵌套權(quán)重矩陣下的回歸結(jié)果，其中，高等級景區(qū)數(shù)量的估計系數(shù)及其空間滯后項均顯著為正，驗證了本地區(qū)和鄰近地區(qū)高等級景區(qū)的數(shù)量均會對本地旅游經(jīng)濟發(fā)展形成正向的促進作用；同時，旅游經(jīng)濟規(guī)模的空間滯后項也顯著為正，意味著鄰近其他地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展也會對本地經(jīng)濟形成正向驅(qū)動。

3.4 空間效應(yīng)分解

為進一步對前面提及的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)展開識別和分解，借鑒Elhorst所提出的理論模型做相應(yīng)診斷[32]，具體結(jié)果如表5所示。

依據(jù)表5的估計列（1）和列（4），高等級景區(qū)擁有量的直接影響系數(shù)均顯著為正，說明本地高等級景區(qū)擁有數(shù)量對于本地旅游經(jīng)濟發(fā)展都呈現(xiàn)出顯著且正向的驅(qū)動。依據(jù)估計列（2）和列（5），本地高等級景區(qū)擁有量的間接效應(yīng)也同樣明顯，這一方面表明本地高等級景區(qū)可以通過旅游流帶動周邊地區(qū)的旅游經(jīng)濟增長，即存在空間溢出效應(yīng)；另一方面也意味著由本地高等級景區(qū)所引致的鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟擴張又會反過來進一步加速當?shù)芈糜谓?jīng)濟發(fā)展，證實了旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間聯(lián)動機制。需要關(guān)注的是，無論基于何種矩陣，間接效應(yīng)均顯著強于直接效應(yīng)，說明推動地區(qū)間旅游產(chǎn)品的聯(lián)合協(xié)作有助于形成更明顯的互利共惠效應(yīng)。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為保證前面基準回歸結(jié)果的有效性，這里也進行了如下3種方式的穩(wěn)健性檢驗。第一，替換被解釋變量。鑒于旅游總?cè)藬?shù)指標能夠從另一維度映射區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展水平，因此這里將該指標替換為被解釋變量做進一步檢驗，依據(jù)表6的估計列（1）～（2），高等級景區(qū)的擁有量對于區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展依然呈現(xiàn)為顯著的正向影響，且其空間溢出效應(yīng)依然存在。第二，替換權(quán)重矩陣。通過將空間權(quán)重矩陣替換為地理反距離一次方權(quán)重矩陣（W3）并展開進一步檢驗，發(fā)現(xiàn)相關(guān)估計系數(shù)依然顯著為正。第三，替換核心解釋變量。為避免內(nèi)生性問題所帶來的干擾，這里又將某地區(qū)內(nèi)部高等級景區(qū)擁有量更換為該地區(qū)所有相鄰地級市的4A級和5A級景區(qū)數(shù)量之和（lnaround），并使用這一具有更強外生性的指標做了穩(wěn)健性檢驗，依據(jù)表6的估計（4），lnaround指標的估計系數(shù)依然顯著為正，意味著鄰近地區(qū)高等級景區(qū)的擁有量確實能夠顯著拉動本地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展。以上結(jié)果均繼續(xù)支持了基準回歸的穩(wěn)健性。

4 機制檢驗與異質(zhì)性診斷

4.1 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

首先，為了控制消費場景擴展和新型旅游項目對傳統(tǒng)依托于景區(qū)景點實現(xiàn)旅游創(chuàng)收的旅游經(jīng)濟發(fā)展模式所形成的沖擊，本研究通過引入文化體育娛樂業(yè)的從業(yè)人數(shù)指標（lnwh）來表征區(qū)域文體娛行業(yè)的發(fā)展水平，并通過在此基礎(chǔ)上的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，進一步探討旅游行業(yè)的發(fā)展模式變遷對高等級景區(qū)旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制形成的沖擊和影響，具體估計結(jié)果如表7的列（1）和列（2）所示。lnsumfoura×lnwh項的回歸系數(shù)顯著為負，表明在某地區(qū)內(nèi)文化體育娛樂行業(yè)發(fā)展程度的提升會一定程度上削弱高等級景區(qū)對當?shù)芈糜谓?jīng)濟整體發(fā)展的正向促進作用；同時，該指標對應(yīng)的空間滯后項系數(shù)也顯著為負，說明本地文化娛樂行業(yè)的發(fā)展也會同時弱化高等級景區(qū)擁有量對于鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的促進作用；另外，lnwh項的估計系數(shù)也顯著為正，同樣印證了文化體育娛樂行業(yè)發(fā)展也能夠?qū)Ρ镜芈糜谓?jīng)濟發(fā)展形成顯著的正向驅(qū)動?？傮w而言，文化體育娛樂產(chǎn)業(yè)發(fā)展會推動新型旅游項目的開發(fā)和供給，進而改變游客群體的消費場景體驗和消費結(jié)構(gòu)需求，這種選擇面的擴展也會使得高等級景區(qū)在區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展中的基礎(chǔ)性功能方面出現(xiàn)弱化，進而導致其旅游經(jīng)濟效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的下降。

其次，良好的交通網(wǎng)絡(luò)有利于打破地理障礙，使得游客更輕松地規(guī)劃以及執(zhí)行旅行活動，從而直接影響游客前往旅游景區(qū)的出行體驗。鑒于此，本文將地級市公路里程作為交通便利性的代理變量（lnroad），并進一步將其作為調(diào)節(jié)變量納入回歸模型，探究其在高等級景區(qū)對旅游經(jīng)濟影響中的作用?；貧w結(jié)果如表7的列（3）和列（4）所示：交通便利性與高等級景區(qū)的交互項lnsumfoura×lnroad估計系數(shù)顯著為正，有效印證了區(qū)域內(nèi)部交通便捷性有利于促進旅游景區(qū)對旅游經(jīng)濟的正向作用，即區(qū)域內(nèi)部良好的交通基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境可以更大程度地釋放高等級景區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)。另外，交互項的空間滯后項W×lnsumfoura×lnroad的估計系數(shù)并不顯著，這意味著其他城市內(nèi)部的交通便利性改善并不能顯著增加其區(qū)域內(nèi)部高等級景區(qū)對目標城市旅游經(jīng)濟的促進作用，這主要是因為區(qū)域內(nèi)部的交通便利性并不能改善區(qū)域間的空間連接，由此導致依托旅游流所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)難以在這一層面產(chǎn)生效果。

最后，由于我國當前階段旅游業(yè)的勞動生產(chǎn)率顯著低于社會平均水平[33]，旅游業(yè)特別是旅游景區(qū)對社會整體經(jīng)濟增長的貢獻相對有限，所以當政府面對較高的經(jīng)濟增長目標的情境下，對景區(qū)的新增建設(shè)、投資升級等可能相對后置，由此可能會制約高等級景區(qū)對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的促進作用；前面的基準回歸結(jié)果也表明，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與旅游收入增長確實可能存在明顯的負向關(guān)系。為了進一步探究這種情況的現(xiàn)實存在性，這里進一步將地級市經(jīng)濟增長目標（gdpgoal）充當調(diào)節(jié)變量納入回歸模型，回歸結(jié)果如表7中的列（5）和列（6）所示：高等級景區(qū)和地區(qū)經(jīng)濟增長目標間的交互項lnsumfoura×gdpgoal的估計系數(shù)為負但不顯著，這在一定程度上說明當某地存在較高的經(jīng)濟增長目標時，會在一定程度上拖累對旅游景區(qū)的投資升級活動；另外，交互項的空間滯后項W×lnsumfoura×gdpgoal的估計系數(shù)顯著為正，這意味著周邊其他城市較高的經(jīng)濟增長目標會顯著提升當?shù)馗叩燃壘皡^(qū)對本地旅游經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。這可能是因為周邊其他城市的經(jīng)濟擴張有助于增強地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系，從而強化高等級景區(qū)對相鄰地區(qū)旅游經(jīng)濟的促進作用。

4.2 中介效應(yīng)分析

為進一步甄別高等級景區(qū)數(shù)量影響區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的具體傳導路徑，研究也做了相應(yīng)的中介效應(yīng)檢驗。首先，隨著旅游產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模的擴大，組織間的互動以及知識的產(chǎn)生、傳遞與積累得到強化，從而促進轄區(qū)內(nèi)不同旅游企業(yè)的分工專業(yè)化，最大限度地整合自然資源優(yōu)勢，因此旅游產(chǎn)業(yè)聚集可以促進旅游產(chǎn)業(yè)利潤率和勞動生產(chǎn)率的提高，最終實現(xiàn)旅游經(jīng)濟增長，因此，本文通過計算區(qū)位熵指數(shù)衡量區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)聚集程度（cc_degree），并以此作為機制變量。其次，從實踐層面看，既有基礎(chǔ)設(shè)施如交通、通信等對旅游景區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)會產(chǎn)生正向影響，而旅游景區(qū)的建設(shè)同樣會催生配套基礎(chǔ)設(shè)施的建成，能夠有效增加地區(qū)旅游吸引力，進而帶動旅游經(jīng)濟效益的提升，因此，本文選取公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中固定資產(chǎn)投資完成額來衡量轄區(qū)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（pub_fixed），同時以此作為機制變量。最后，考慮到游客在旅游目的地會同時覆蓋吃、住、玩等不同的消費需求，而住宿餐飲業(yè)的發(fā)展有助于激發(fā)游客的消費潛力，進而助推旅游經(jīng)濟發(fā)展，因此，將住宿餐飲行業(yè)的從業(yè)人數(shù)作為住宿餐飲行業(yè)發(fā)展水平的代理變量（lnzs），并充當區(qū)域旅游市場吸引力及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的次級代理指標。

基于以上3個中介變量，表8展示了高等級景區(qū)資源對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的傳導機制。依據(jù)估計（1）～（3），lnsumfoura的回歸系數(shù)顯著為正，繼續(xù)印證本地高等級景區(qū)有助于推動區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時促進區(qū)域內(nèi)部旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚以及推動住宿餐飲等配套行業(yè)發(fā)展，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、旅游產(chǎn)業(yè)集中以及住宿餐飲行業(yè)發(fā)展又有助于推動本地旅游經(jīng)濟收入的擴張，這也證實了前面理論分析所提及的傳導機制。此外，在旅游產(chǎn)業(yè)集聚組別的空間滯后項在兩類權(quán)重矩陣下都顯著為正，也證實了高等級景區(qū)對于旅游產(chǎn)業(yè)的集聚程度的促進作用存在顯著的空間溢出作用，這也進一步增強了高等級景區(qū)通過旅游產(chǎn)業(yè)集聚所實現(xiàn)的旅游經(jīng)濟增長效應(yīng)，更換空間權(quán)重矩陣形式后的估計（4）～（6）也與前面的回歸結(jié)果基本保持一致。

綜合以上的機制檢驗結(jié)果，高等級景區(qū)通過加速區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚、推動基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及住宿餐飲行業(yè)發(fā)展，進而實現(xiàn)區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的邏輯傳導鏈條得以驗證。

4.3 異質(zhì)性診斷

首先，基于地理距離閾值進行異質(zhì)性檢驗。在具體實踐中，距離因素構(gòu)成了游客旅游目的地選擇的關(guān)鍵制約。在不同的距離閾值下，景區(qū)溢出效應(yīng)存在差異[16]，為控制距離閾值附近可能存在的空間溢出效應(yīng)突變，這里引入如下形式的距離閾值權(quán)重矩陣展開異質(zhì)性診斷：

[Wy（0～450）=1或pgdpdij2 （i≠j 且 dij<450 km） 0 （i=j 或dij>450 km） ] （4）

[Wy（450～900）=1或pgdpdij2 （i≠j 且450< dij<900 km） 0 （i=j 或 dij>900km或dij<450 km）]（5）

[Wy（>900）=1或pgdpdij2 （i≠j 且 dij>900 km） 0 （i=j 或 dij<900 km）] （6）

表9展示了基于距離閾值權(quán)重的異質(zhì)性診斷結(jié)果。估計（1）和估計（2）、（4）和（5）顯示：在兩種不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定方式下，高等級景區(qū)的空間滯后項系數(shù)W×lnsumfoura都顯著為正，而在估計（3）和（6）中，高等級景區(qū)的空間滯后項系數(shù)轉(zhuǎn)為顯著heY6AB9UQv0f2unVGi7aEFKsyXXq736AhdbA0XfC2Fs=為負。上述結(jié)果意味著景區(qū)之間的溢出效應(yīng)存在隨距離增加而由正轉(zhuǎn)負的趨勢，如果兩地之間感知距離較近時，彼此之間景區(qū)之間的正向溢出效應(yīng)顯著大于負向溢出，總體表現(xiàn)為正向的溢出效應(yīng)。而當兩個城市之間的距離較遠且超過了游客感知距離的接受范圍后，兩地之間景區(qū)潛在的替代關(guān)系使得兩者之間負向溢出效應(yīng)大于正向溢出效應(yīng)，總體表現(xiàn)出負向的空間溢出效應(yīng)。邏輯上講，當兩個不同旅游目的地之間的空間距離較遠時，游客同游兩地所需克服的距離摩擦力以及需付出的時間、金錢等成本均會大幅增加，預算約束的存在可能會使得游客只能在兩地景區(qū)之間進行取舍，間接增大了兩地之間的競爭效應(yīng)。

其次，旅游經(jīng)濟空間滯后項的系數(shù)rho只有在距離小于450 km時顯著為正，側(cè)面說明旅游經(jīng)濟本身的正向空間溢出半徑小于旅游景區(qū)本身，主要是由于吸引物和交通工具的快速發(fā)展，高等級景區(qū)所帶來的旅游偏好使人們從心理上容易低估實際距離[34]，導致基于實際距離認知所產(chǎn)生的感知距離變小，即景區(qū)吸引力導致感知距離減小，在一定程度上解釋了高等級景區(qū)正向空間溢出半徑大于整體旅游經(jīng)濟本身的正向溢出半徑。

另外，考慮到中國經(jīng)濟發(fā)展水平上呈梯度分布特征，且這種地域間的發(fā)展環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施差異也會在某種程度上影響高等級景區(qū)資源所能形成的旅游經(jīng)濟效應(yīng)，因此，本研究也區(qū)分東、中、西3個地域展開了進一步的區(qū)域異質(zhì)性檢驗。具體結(jié)果如表10所示。

依據(jù)表10的估計結(jié)果，在東部地區(qū)的樣本組別中，兩類權(quán)重矩陣下高等級景區(qū)資源的影響系數(shù)均不顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展程度較高的地區(qū)并不依賴于旅游業(yè)的發(fā)展[35]，區(qū)域內(nèi)旅游景區(qū)資源的增加并不會明顯增加其整體的旅游經(jīng)濟規(guī)模，但其空間滯后項系數(shù)顯著為負，意味著經(jīng)濟發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施的完善會強化東部地區(qū)內(nèi)部高等級景區(qū)資源之間的競爭；而在中部地區(qū)的樣本組別中，無論是高等級景區(qū)資源的估計系數(shù)還是其空間滯后項系數(shù)均顯著為正，表明高等級景區(qū)資源不僅會對本地旅游經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生明顯的正向影響，同時也會對周邊城市的旅游經(jīng)濟發(fā)展形成顯著的空間溢出效應(yīng)；在西部地區(qū)的樣本組別中，只有高等級景區(qū)資源的估計系數(shù)顯著為正，且其空間滯后項系數(shù)并不顯著，說明在經(jīng)濟發(fā)展程度相對較低或是基礎(chǔ)設(shè)施不完善的條件下，不同城市間的聯(lián)系會存在一定障礙，這時，高等級景區(qū)資源更多會對本地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生良好促進作用，但是區(qū)域間景區(qū)資源的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)并不顯著。值得注意的是，東、中、西部樣本組別，旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間滯后項系數(shù)均顯著為正，表明3個地域的旅游經(jīng)濟發(fā)展均存在顯著的空間溢出效應(yīng)。

最后，基于旅游要素質(zhì)量展開進一步的異質(zhì)性診斷。一方面，因為旅游地形象構(gòu)成了游客目的地選擇的重要影響因素，而高星級酒店則是地區(qū)旅游形象展示的重要窗口[36]；另一方面，交通的便捷性同樣會顯著影響游客的目的地選擇，而以高速鐵路為代表的交通基礎(chǔ)設(shè)施則是交通便捷性的重要衡量指標[37]。綜上，引入當?shù)厥欠裼懈哞F站或是否有五星級酒店兩個虛擬變量，以此探討區(qū)域旅游要素質(zhì)量對高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間溢出效應(yīng)的異質(zhì)性影響，具體結(jié)果見表11。

依據(jù)表11中的估計（1）和估計（2），通過在不同權(quán)重矩陣設(shè)定下引入有無五星級酒店的兩區(qū)制空間杜賓模型，ρ1和ρ2項的估計系數(shù)均顯著為正，這意味著無論某地是否有五星級酒店，其旅游經(jīng)濟發(fā)展均會存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)；但是，在兩種權(quán)重矩陣設(shè)定下，ρ1-ρ2項的影響系數(shù)也顯著為正，分別為0.202和0.296，這意味著如果當?shù)卮嬖谥逍羌壘频甑母哔|(zhì)量旅游要素供給時，高等級景區(qū)對本地和周邊地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的正向驅(qū)動作用均會更為明顯；同時，對那些擁有五星級酒店的地區(qū)，鄰地地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展也會拉動本地的旅游經(jīng)濟擴張，即五星級酒店存在也有助于放大鄰地對本地旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。另外，dum項的估計系數(shù)顯著為正，表明五星級酒店本身也能+XmJqL+URC4ja3PzismQFA==直接促進本地的旅游經(jīng)濟發(fā)展。估計（3）和估計（4）基于是否有高鐵站的兩區(qū)制空間杜實模型回歸結(jié)果也與此保持一致，意味著本地擁有高鐵站更有助于推動本地利用高等級景區(qū)來加速本地旅游經(jīng)濟發(fā)展。綜合該估計結(jié)果，改善區(qū)域旅游要素的供給質(zhì)量也有助于放大虹吸效應(yīng)，更好推動本地旅游經(jīng)濟發(fā)展。

5 結(jié)論與展望

5.1 結(jié)論與建議

為全面考察高等級景區(qū)對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的實際影響及其空間溢出效應(yīng)，進而探索有助于整合區(qū)域旅游資源并助推區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的空間布局優(yōu)化模式和支撐體系建設(shè)路徑，本研究基于國內(nèi)225個地級市2012—2019年間的高等級景區(qū)擁有量和旅游經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用空間計量方法系統(tǒng)梳理了高等級景區(qū)的旅游帶動效果和空間溢出效應(yīng)，同時考慮了區(qū)域旅游要素供給和文娛行業(yè)創(chuàng)新對該種效應(yīng)所形成的影響和沖擊。研究有如下發(fā)現(xiàn)。

第一，高等級景區(qū)通過住宿、餐飲等基礎(chǔ)性設(shè)施的建設(shè)以及通過促進旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚促進區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展，同時進一步通過旅游資源要素的擴散效應(yīng)帶動周圍區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長，從而表現(xiàn)出正向的空間溢出作用。另外，區(qū)域旅游要素的供給質(zhì)量會制約高等級景區(qū)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效果，以高鐵站和五星級酒店為代表的高質(zhì)量旅游要素供給更利于實現(xiàn)本地旅游的空間效應(yīng)發(fā)揮。

第二，高等級景區(qū)的空間溢出效應(yīng)存在著一定的地理距離閾值約束，并呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域異質(zhì)性特征。距離閾值方面，在0～450km、450～900km這兩個距離范圍內(nèi)，其他地區(qū)景區(qū)對目標地區(qū)旅游經(jīng)濟的帶動作用大于虹吸作用，整體表現(xiàn)出正向的空間溢出效應(yīng)，但旅游經(jīng)濟本身的溢出效應(yīng)在450km時開始由顯著為正轉(zhuǎn)變?yōu)椴伙@著，這意味著旅游經(jīng)濟本身的空間溢出效應(yīng)相對景區(qū)而言受距離的約束更明顯；而當空間距離超過900km時，景區(qū)的溢出效應(yīng)顯出為負，表現(xiàn)出競爭大于合作，虹吸作用較為顯著，而旅游經(jīng)濟本身仍無顯著的空間溢出效應(yīng)。在區(qū)域異質(zhì)性方面，東部對于本地區(qū)景區(qū)的依賴性較低，但是其他地區(qū)景區(qū)對其會產(chǎn)生明顯的溢出作用；在西部地區(qū)對景區(qū)的依賴性較強，本地旅游景區(qū)會顯著增加本地區(qū)旅游經(jīng)濟的增長，但是在區(qū)域之間景區(qū)沒有表現(xiàn)出明顯的溢出效應(yīng)；中部地區(qū)則表現(xiàn)為景區(qū)對旅游經(jīng)濟有著顯著的正向影響，且對周圍地區(qū)旅游經(jīng)濟產(chǎn)生顯著的正向帶動作用，表現(xiàn)出正向的空間溢出效。

第三，文化體育娛樂行業(yè)的快速發(fā)展會削弱以高等級景區(qū)為代表的傳統(tǒng)旅游產(chǎn)品的整體旅游經(jīng)濟帶動功能及其空間溢出效應(yīng)的形成，弱化高等級景區(qū)在區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展中的基礎(chǔ)性功能；同時，區(qū)域內(nèi)部良好的交通環(huán)境可以更大程度地釋放高等級景區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)，而其他城市內(nèi)部的交通便利性并不能顯著增加其區(qū)域內(nèi)部高等級景區(qū)對目標城市旅游經(jīng)濟的促進作用；高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)還受到政府潛在經(jīng)濟增長壓力的制約，由于旅游業(yè)的脆弱性及相較于其他行業(yè)較低的經(jīng)濟效益，導致政府在面臨較高的經(jīng)濟增長目標約束的情況下，可能更不會寄托于旅游景區(qū)帶來的經(jīng)濟增長效益，由此反而會拖累旅游經(jīng)濟發(fā)展。

綜合以上研究結(jié)論，對于推動區(qū)域旅游資源開發(fā)和旅游經(jīng)濟發(fā)展，有如下的政策建議。

第一，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與空間布局優(yōu)化。針對高等級景區(qū)對區(qū)域旅游經(jīng)濟的影響，首先要加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，特別是圍繞景區(qū)的住宿、餐飲等基礎(chǔ)性設(shè)施的提升。政府可以通過投資和合作的方式，推動這些基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，以提高游客在景區(qū)周邊的便利度。其次，加強對旅游產(chǎn)業(yè)的投資，特別是通過增加高質(zhì)量旅游要素供給，如高鐵站和五星級酒店等，以優(yōu)化空間效應(yīng)利用。通過這些措施強化旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚效應(yīng)，進而促進整體區(qū)域旅游經(jīng)濟的發(fā)展。

第二，圍繞不同區(qū)域制定差異化的發(fā)展策略。在面對不同的區(qū)域特點時，需要制定差異化的政策以更好地發(fā)揮高等級景區(qū)的作用。東部地區(qū)對本地景區(qū)的依賴性較低，需要著力推動旅游景區(qū)的建設(shè)，同時重點推動旅游景區(qū)與其他新型旅游產(chǎn)品的聯(lián)動，使得物盡其用。而西部地區(qū)需要重點支持本地旅游景區(qū)的發(fā)展，同時在各區(qū)域之間加強合作，發(fā)揮旅游景區(qū)的空間溢出效應(yīng)。中部地區(qū)景區(qū)對本地和周圍旅游經(jīng)濟存在顯著正向影響，因此在保持現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上可以進一步推動旅游景區(qū)的轉(zhuǎn)型升級，以擴大旅游景區(qū)的經(jīng)濟效益。

第三，綜合地理距離閾值和異質(zhì)性。為更有效地發(fā)揮高等級景區(qū)的空間溢出效應(yīng)，政府應(yīng)該深入考慮地理距離閾值和區(qū)域異質(zhì)性。通過距離較近地區(qū)加強合作，可以提高景區(qū)的空間溢出效應(yīng)。同時，根據(jù)不同地區(qū)特點制定相對應(yīng)的政策，更好發(fā)揮高等級景區(qū)的作用。另外，政府可通過推動景區(qū)與周邊地區(qū)形成更緊密的合作關(guān)系，促進區(qū)域內(nèi)旅游經(jīng)濟的共同繁榮。

第四，制定區(qū)域增長目標時更好統(tǒng)籌產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃與經(jīng)濟可持續(xù)增長的平衡，除了關(guān)注經(jīng)濟效益較高的產(chǎn)業(yè)外，也要關(guān)注旅游產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟貢獻。文化體育娛樂行業(yè)發(fā)展可能削弱傳統(tǒng)旅游產(chǎn)品的帶動功能，政府應(yīng)在支持文化體育娛樂行業(yè)的同時，注重保護和促進高等級景區(qū)的特色和吸引力。通過綜合產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，促進各個產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長目標。

5.2 討論與展望

區(qū)別于現(xiàn)有文獻較多聚焦宏觀省份層面[14]、區(qū)域內(nèi)部景區(qū)群[24-25]、流域景區(qū)的經(jīng)濟效益[38]等傳統(tǒng)視角，也不同于現(xiàn)有實證研究對景區(qū)的選擇更加偏向于所有A級景區(qū)[39]或者直接以5A級景區(qū)來衡量高等級景區(qū)[15]的傳統(tǒng)做法，本文通過對相關(guān)景區(qū)統(tǒng)計資料的廣譜化收集，選取了4A級和5A級景區(qū)作為高等級景區(qū)的代表，該種研究樣本選擇方法不僅保證了樣本選擇的代表性和有效性，也與周波和楊陛的研究相呼應(yīng)[16]。另外，本文的實證研究也在以下幾個方面對現(xiàn)有研究成果形成了有益補充：第一，將實證研究的落腳點放置于城市層面旅游景區(qū)的經(jīng)濟效益，并且采用空間計量模型探測城市景區(qū)及旅游經(jīng)濟的空間溢出效應(yīng)，不僅豐富了周波與楊陛的實證研究結(jié)論[16]，驗證了旅游景區(qū)資源會對當?shù)芈糜谓?jīng)濟產(chǎn)生顯著的正向促進作用并對周圍區(qū)域產(chǎn)生顯著的正向空間溢出，也細化了距離約束的相關(guān)討論，實證結(jié)果顯示景區(qū)資源空間溢出的距離臨界點分別為450km和900km，其中，大于900km距離可能形成負向溢出效應(yīng)，這也是對龔勤林等研究結(jié)論的進一步深化和補充[3]；第二，結(jié)合文旅產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的相關(guān)研究成果[40]，進一步探討了文化體育娛樂行業(yè)發(fā)展對傳統(tǒng)旅游景區(qū)資源空間效應(yīng)的沖擊，這在大力推進文旅融合的背景下，為傳統(tǒng)旅游景區(qū)的轉(zhuǎn)型升級路徑提供了新的參考思路；第三，通過探究不同城市在經(jīng)濟增長壓力下是否選擇提升旅游景區(qū)的經(jīng)濟效益以助推整體經(jīng)濟增長目標的實現(xiàn)，進一步凸顯了在當前宏觀經(jīng)濟背景下傳統(tǒng)旅游景區(qū)資源的轉(zhuǎn)型升級必要性，也強化了研究的現(xiàn)實指導意義；第四，通過探討旅游產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)在景區(qū)資源空間溢出過程中發(fā)揮的作用，為相關(guān)旅游景區(qū)轉(zhuǎn)型升級模式的相關(guān)研究提供了新的視角；第五，區(qū)別于大部分已有文獻對旅游景區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的討論主要停留在簡單的因果關(guān)系討論、效率測算分析、空間分布特征和距離異質(zhì)性探討等層面的局限性，全面梳理了旅游景區(qū)資源推動區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的實際影響、傳導機制及其異質(zhì)性特征，為推動旅游經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了新的借鑒。

當然，本文仍存在進一步深化探索的空間：第一，在樣本選取方面，由于部分城市在旅游景區(qū)資源的統(tǒng)計上存在比較明顯的缺失，因此只選取了國內(nèi)2012—2019年225個地級市的數(shù)據(jù)，大致只占全國地級市的2/3左右，還不能實現(xiàn)對全國地級市的全面覆蓋，未來在年份和區(qū)域上仍存在拓展空間；第二，由于相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，本文對于文旅融合過程中文化體育娛樂產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度的度量僅僅采用了從業(yè)人數(shù)指標來替代描述，而這一指標本身還包含了一定比例的景區(qū)服務(wù)人員，這可能會對指標內(nèi)涵的準確性形成一定干擾，未來如何優(yōu)化指標構(gòu)建選擇以更好衡量文化娛樂產(chǎn)業(yè)發(fā)展對傳統(tǒng)旅游景區(qū)資源的傳統(tǒng)經(jīng)濟效益沖擊，仍有待于進一步探索；第三，本文探討的重點主要聚焦地級市層面的空間溢出效應(yīng)，而該種效應(yīng)還會受客源市場腹地規(guī)模以及景區(qū)從業(yè)人數(shù)等因素限制，這些因素對高等級景區(qū)資源的旅游經(jīng)濟效應(yīng)發(fā)揮也會形成顯著制約，對這些問題也存在進一步深化討論的空間；第四，本文對空間溢出效應(yīng)的探討主要是基于空間杜賓模型，未來可以利用地理加權(quán)回歸以及時變空間權(quán)重矩陣的空間面板模型回歸等新的空間計量模型來進一步深化對高等級景區(qū)資源經(jīng)濟效應(yīng)的探討。

參考文獻（References）

[1] 徐菁， 黃震方， 靳誠. 景區(qū)建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的響應(yīng)格局演變——以江蘇省為例[J]. 自然資源學報， 2014， 29（6）： 956-966. [XU Jing， HUANG Zhenfang， JIN Cheng. Research on the structure of scenic spots response to the regional economic development： A case study on Jiangsu province[J]. Journal of Natural Resources， 2014， 29（6）： 956-966.]

[2] 劉雨婧， 唐健雄. 中國旅游業(yè)綠色發(fā)展效率時空演變特征及影響機理[J]. 自然資源學報， 2022， 37（3）： 681-700. [LIU Yujing， TANG Jianxiong. Spatio-temporal evolution characteristics and influencing mechanism of green development efficiency of tourism industry in China[J]. Journal of Natural Resources， 2022， 37（3）： 681-700.]

[3] 龔勤林， 鄒冬寒， 周沂， 等. 高級別景區(qū)對旅游發(fā)展的影響及其空間效應(yīng)研究[J]. 地理科學進展， 2022， 41（8）： 1364-1377. [GONG Qinlin， ZOU Donghan， ZHOU Yi， et al. Influence of high-level scenic spots on tourism development and its spatial effect[J]. Progress in Geography， 2022， 41（8）： 1364-1377.]

[4] 趙磊， 方成， 毛聰玲. 旅游業(yè)與貧困減緩——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 旅游學刊， 2018， 33（5）： 13-25. [ZHAO Lei， FANG Cheng， MAO Congling. Tourism and poverty reduction： Empirical evidence from China[J]. Tourism Tribune， 2018， 33（5）： 13-25.]

[5] SHI W， LUO M， JIN M， et al. Urban-rural income disparity and inbound tourism： Spatial evidence from China[J]. Tourism Economics， 2020， 26（7）： 1231-1247.

[6] 戴平生， 王沖. 入境旅游是否改善區(qū)域收入的不平等？[J]. 旅游學刊， 2018， 33（7）： 18-27. [DAI Pingsheng， WANG Chong. How does inbound tourism matters to regional income inequality in China？[J]. Tourism Tribune， 2018， 33（7）： 18-27.]

[7] GOH C， LI H， ZHANG Q. Achieving balanced regional development in China： Is domestic or international tourism more efficacious？ [J]. Tourism Economics， 2015， 21（2）： 369-386.

[8] LIARGOVAS P， GIANNIAS D， KOSTANDOPOULOS C. An assessment of the Community Support Framework（CSF）funding towards the tourist sector： The case of Greece[J]. Regional and Sectoral Economic Studies， 2007， 7（1）： 47-66.

[9] WEN J， SINHA C. The spatial distribution of tourism in China trends and impacts[J]. Asia Pacific Journal of Tourism Research， 2009， 14（1）： 93-104.

[10] 馬麗君， 張家鳳. 區(qū)域旅游發(fā)展空間差異變化對經(jīng)濟發(fā)展平衡性的影響[J]. 經(jīng)濟地理， 2020， 40（1）： 197-203. [MA Lijun， ZHANG Jiafeng. The impact of spatial differences in regional tourism development on the balance of economic development[J]. Economic Geography， 2020， 40（1）： 197-203.]

[11] 張莞. 旅游資源稟賦與旅游經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究進展述評[J]. 大連民族大學學報， 2018， 20（2）： 150-154. [ZHANG Wan. Relationship between tourism resource endowment and tourism economic development[J]. Journal of Dalian Minzu University， 2018， 20（2）： 150-154.]

[12] 陳曉艷， 徐冬， 黃睿， 等. 浙江省縣域旅游經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)[J]. 地理科學進展， 2020， 39（9）： 1512-1521. [CHEN Xiaoyan， XU Dong， HUANG Rui， et al. Spatial spillover effects of county-scale tourism economic growth in Zhejiang province[J]. Progress in Geography， 2020， 39（9）： 1512-1521.]

[13] 羅浩， 顏鈺蕘， 楊旸. 中國各省的旅游增長方式“因地制宜”嗎？——中國省際旅游增長要素貢獻與旅游資源比較優(yōu)勢研究[J]. 旅游學刊， 2016， 31（3）： 43-53. [LUO Hao， YAN Yurao， YANG Yang. Can comparative advantage theory explain tourism growth models of Chinese provinces？ An inter-provincial study on the contribution of production factors to tourism growth and the comparative advantage of tourism resources in China[J]. Tourism Tribune， 2016， 31（3）： 43-53.]

[14] 楊天英， 李許卡， 郭達. 不同旅游資源對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的影響研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)分析[J]. 生態(tài)經(jīng)濟， 2017， 33（6）： 105-109. [YANG Tianying， LI Xuka， GUO Da. Research on the difference of tourism resources influence on regional tourism economic growth： An analysis based on Chinese provincial panel data[J]. Ecological Economy， 2017， 33（6）： 105-109.]

[15] 王珊， 朱怡婷， 朱豆豆， 等. 高等級景區(qū)旅游人數(shù)與收入移動軌跡與錯位研究——以新疆5A級景區(qū)為例[J]. 特區(qū)經(jīng)濟， 2018（12）： 154-157. [WANG Shan， ZHU Yiting， ZHU Doudou， et al. A study on the movement and dislocation of the number and income— High-level scenic spots takes Xinjiang 5A scenic area as an example[J]. Special Zone Economy， 2018（12）： 154-157.]

[16] 周波， 楊陛. 景區(qū)溢出效應(yīng)： 基于動態(tài)空間計量模型的估計[J]. 廈門大學學報（哲學社會科學版）， 2018（2）： 106-116. [ZHOU Bo， YANG Bi. Spillover effect of attractions： Estimation based on dynamic spatial models[J]. Journal of Xiamen University （Philosophy and Social Sciences Edition）， 2018（2）： 106-116.]

[17] TOBLER W R. A computer movie simulating urban growth in the Detroit region[J]. Economic Geography， 1970， 46： 234-240.

[18] 張宏磊， 張捷， 史春云， 等. 感知距離與游客滿意度影響關(guān)系研究[J]. 人文地理， 2011， 26（5）： 117-120. [ZHANG Honglei， ZHANG Jie， SHI Chunyun， et al. An analysis of the interaction between tourists’ cognitive distance and their satisfaction[J]. Human Geography， 2011， 26（5）： 117-120.]

[19] 曹晶晶， 章錦河， 周珺， 等. “遠方”有多遠？——感知距離對旅游目的地選擇行為影響的研究進展[J]. 旅游學刊， 2018， 33（7）： 103-118. [CAO Jingjing， ZHANG Jinhe， ZHOU Jun， et al. How far is “far”？ Progress and implications _{qUbauob+zgvkO901vIxqWOYoYa37L67sH3YdW+fF45k=}in tourism and cognitive distance research[J]. Tourism Tribune， 2018， 33（7）： 103-118.]

[20] 童昀， 劉海猛， 馬勇， 等. 中國旅游經(jīng)濟對城市綠色發(fā)展的影響及空間溢出效應(yīng)[J]. 地理學報， 2021， 76（10）： 2504-2521. [TONG Yun， LIU Haimeng， MA Yong， et al. The influence and spatial spillover effects of tourism economy on urban green development in China[J]. Acta Geographica Sinica， 2021， 76（10）： 2504-2521.]

[21] ?EMLA M. Inter-destination cooperation： Forms， facilitators and inhibitors—The case of Poland[J]. Journal of Destination Marketing & Management， 2014， 3（4）： 241-252.

[22] 張學良. 中國交通基礎(chǔ)設(shè)施促進了區(qū)域經(jīng)濟增長嗎——兼論交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)[J]. 中國社會科學， 2012， 33（3）： 60-77. [ZHANG Xueliang. Has transport infrastructure promoted regional economic growth？ With an analysis of the spatial spillover effects of transport infrastructure[J]. Social Sciences in China， 2012， 33（3）： 60-77.]

[23] PATUELLI R， MUSSONI M， CANDELA G. The effects of world heritage sites on domestic tourism： A spatial interaction model for Italy[J]. Journal of Geographical Systems， 2013， 15（3）： 369-402．

[24] 劉改芳， 梁嘉驊. 區(qū)域內(nèi)資源相似型人文景區(qū)的競合關(guān)系研究——以晉商大院為例[J]. 旅游學刊， 2009， 24（4）： 41-45. [LIU Gaifang， LIANG Jiahua. A study on the relationship between cooperation and competition in the regions “resource similar-type” humane scenic spots—Taking Shanxi Business Establishment Compounds as an example[J]. Tourism Tribune， 2009， 24（4）： 41-45.]

[25] 余向洋， 張圓剛， 朱國興， 等. 近鄰景區(qū)的聯(lián)動與溢出效應(yīng)研究——以黃山、西遞、宏村為例[J]. 地理科學， 2021， 41（3）： 513-521. [YU Xiangyang， ZHANG Yuangang， ZHU Guoxing， et al. Relation and spillover effects of neighboring destinations： A case study of Huangshan， Xidi and Hongcun[J]. Scientia Geographica Sinica， 2021， 41（3）： 513-521.]

[26] YANG Y， FIK T. Spatial effects in regional tourism growth[J]. Annals of Tourism Research， 2014， 46： 144-162.

[27] 張昊， 韓增林， 喬國榮， 等. 黃河流域城市間旅游經(jīng)濟聯(lián)系格局及影響因素研究[J]. 干旱區(qū)地理， 2023， 46（8）： 1344-1354. [ZHANG Hao， HAN Zenglin， QIAO Guorong， et al. The spatial connection pattern and influencing factors of tourism economy among cities in the Yellow River Basin[J]. Arid Land Geography， 2023， 46（8）： 1344-1354.]

[28] 劉佳， 劉賢明， 李煜軒. 文明城市評選與旅游經(jīng)濟發(fā)展： “錦上添花”還是“雪中送炭”？[J]. 旅游科學， 2022， 36（6）： 45-70. [LIU Jia， LIU Xianming， LI Yuxuan. The civilized city selection and tourism economic developmenta6e18e6142ce6b20e6cedcad0dacfb83： “Icing on the cake” or “timely help”？[J]. Tourism Science， 2022， 36（6）： 45-70.]

[29] 趙磊， 方成， 吳向明. 旅游發(fā)展、空間溢出與經(jīng)濟增長——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 旅游學刊， 2014， 29（5）： 16-30. [ZHAO Lei， FANG Cheng， WU Xiangming. Tourism development， spatial spillover and economic growth： Empirical evidence from China[J]. Tourism Tribune， 2014， 29（5）： 16-30.]

[30] 孫根緊， 錢琪. 空氣污染對中國城市旅游業(yè)發(fā)展的影響——來自168個重點監(jiān)測城市的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 四川師范大學學報（社會科學版）， 2020， 47（5）： 65-73. [SUN Genjin， QIAN Qi. The impact of air-pollution on the development of urban tourism in China： Based on evidences from 168 key monitoring cities[J]. Journal of Sichuan Normal University （Social Sciences Edition）， 2020， 47（5）： 65-73.]

[31] 劉逸， 黃凱旋， 保繼剛， 等. 近鄰旅游目的地空間競合關(guān)系演變的理論修正[J]. 旅游科學， 2018， 32（5）： 44-53. [LIU Yi， HUANG Kaixuan， BAO Jigang， et al. On amendment of the theory of evolution of nearby tourism destinations' spatial competition[J]. Tourism Science， 2018， 32（5）： 44-53.]

[32] ELHORST J P. Matlab software for spatial panels[J]. International Regional Science Review， 2014， 37（3）： 389-405.

[33] 左冰， 楊藝. 旅游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)及其經(jīng)濟貢獻研究——以廣東省為例[J]. 旅游學刊， 2021， 36（4）： 14-30. [ZUO Bing， YANG Yi. Structural linkage and economic contribution of tourism industry： The case of Guangdong province in China[J]. Tourism Tribune， 2021， 36（4）： 14-30.]

[34] COOK R L， MCCLEARY K W. Redefining vacation distances in consumer minds[J]. Journal of Travel Research， 1983， 22（2）： 31-34.

[35] 李光勤， 胡志高， 曹建華. 制度變遷與旅游經(jīng)濟增長——基于雙重差分方法的“局改委”政策評估[J]. 旅游學刊， 2018， 33（1）： 13-24. [LI Guangqin， HU Zhigao， CAO Jianhua. Institutional change and tourism economic growth： Policy evaluation of replacing the TB with the TDC based on the double difference method[J]. Tourism Tribune， 2018， 33（1）： 13-24.]

[36] RUIZ-REAL J L， URIBE-TORIL J， GáZQUEZ-ABAD J C. Destination branding： Opportunities and new challenges[J]. Journal of Destination Marketing & Management， 2020， 17： 100453.

[37] 王佳瑩， 張輝. 旅游發(fā)展、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟不平衡[J]. 旅游科學， 2021， 35（2）： 73-94. [WANG Jiaying， ZHANG Hui. Tourism development， spatial spillover and regional development imbalance[J]. Tourism Science， 2021， 35（2）： 73-94.]

[38] 賈垚焱， 胡靜， 劉大均， 等. 長江中游城市群A級旅游景區(qū)空間演化及影響機理[J]. 經(jīng)濟地理， 2019， 39（1）： 198-206. [JIA Yaoyan， HU Jing， LIU Dajun， et al. Spatial evolution and influence mechanism of A-level scenic spots in urban agglomeration in the middle reaches of the Yangtze River[J]. Economic Geography， 2019， 39（1）： 198-206.]

[39] 侯志強. 交通 基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證分析——基于中國省域面板數(shù)據(jù)的空間計量模型[J]. 宏觀經(jīng)濟研究， 2018， 40（6）： 118-132. [HOU Zhiqiang. An empirical analysis of the effect of transportation infrastructure on regional tourism economic growth： A spatial econometric model based on provincial panel data of China[J]. Macroeconomics， 2018， 40（6）： 118-132.]

[40] 吳麗， 梁皓， 虞華君， 等. 中國文化和旅游融合發(fā)展空間分異及驅(qū)動因素[J]. 經(jīng)濟地理， 2021， 41（2）： 214-221. [WU Li， LIANG Hao， YU Huajun， et al. Spatial differentiation and driving factors of the integrated development of culture and tourism in China[J]. Economic Geography， 2021， 41（2）： 214-221.]

［基金項目］本研究受國家社會科學基金項目“長江經(jīng)濟帶綠色金融與生態(tài)資源的效率測度及耦合度研究”（21BTJ025）和首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學術(shù)創(chuàng)新團隊項目（XSCXTD202405）共同資助。[This study was supported by grants from the National Social Science Fund of China （to WANG Ren） （No. 21BTJ025） and the Academic Innovation Team Project from Capital University of Economics and Business （to WANG Ren） （No. XSCXTD202405）.]

［收稿日期］2023-12-20； ［修訂日期］2024-08-07

［作者簡介］王韌（1981—），男，湖南株洲人，博士，教授，研究方向為綠色金融與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，E-mail： 1981wangren@163.com；宋爽爽（1997—），男，貴州六盤水人，碩士研究生，研究方向為綠色金融，E-mail： s13216713586@163.com，通訊作者。

引用格式：王韌， 宋爽爽. 高等級景區(qū)的旅游經(jīng)濟效應(yīng)及其空間關(guān)聯(lián)機制——基于中國225個地級市的實證檢驗[J]. 旅游學刊， 2024， 39（10）： 14-30. [WANG Ren， SONG Shuangshuang. Tourism economic effects of high-level scenic spots and their spatial association mechanisms：An empirical study of 225 prefecture-level cities in China[J]. Tourism Tribune， 2024， 39（10）： 14-30.]

Tourism Economic Effects of High-level Scenic Spots and Their Spatial Association Mechanisms：An Empirical Study of 225 Prefecture-level Cities in China

WANG Ren1， SONG Shuangshuang2

（1. School of Finance， Capital University of Economics and Business， Beijing 100070， China;

2. School of Finance， Chongqing Technology and Business University， Chongqing 400067， China）

Abstract： Scenic spot resources will affect the development model of regional tourism economy， and there will be synergistic interaction between high-level scenic spot resources in a specific space. Based on the data of 225 prefecture-level cities in China from 2012 to 2019， this paper comprehensively analyzed the tourism economic effects of high-level scenic spots and their spatial correlation mechanisms by using spatial econometric methods. The findings are as follows： 1） High-level scenic spots contribute to the positive driving of local tourism economic development by accelerating tourism sector agglomeration and promoting the development of supporting industries such as accommodation and catering; 2） there is a significant positive spatial spillover effect in high-level scenic spots， but the effect has spatial distance constraints and regional heterogeneity; 3） the supply of high-quality tourism elements represented by high-speed rail stations and five-star hotels will help to enhance the spatial spillover effect of high-level scenic spots， and the convenience of transportation will positively promote the economic benefits of tourist spots， while the development of cultural and entertainment sector will negatively impact the traditional tourism products represented by high-level scenic spots; 4） the construction of high-level scenic spots cannot significantly promote the growth of tourism economy in areas with better economic development; Higher regional growth targets will also drag down the investment intensity and economic contribution of high-level scenic spots. Therefore， to promote the development and utilization of regional tourism resources， it is necessary to strengthen regional cooperation arrangements， accelerate the spatial aggregation of tourism industry， and build an effective spatial tourism industry chain. Through the construction of high-quality infrastructure， the effective spatial correlation of high-level scenic spots should be strengthened， and the integration of traditional tourism products and new tourism products should be promoted. Fully tap the economic effect of high-level scenic spots， and make them an important driving force to promote regional economic growth.

Keywords： high-level scenic spots; tourism economy; spatial spillover; tourism infrastructure; culture and entertainment sector

[責任編輯：吳巧紅；責任校對：王 婧]